Stabiliteit en verandering in de relatie 

tussen kerkelijkheid, lidmaatschap van 

sociale organisaties en stemgedrag  

in de periode 1991‐2010 

ANALYSE OP BASIS VAN ISPO‐KU LEUVEN 

POSTELECTORALE VERKIEZINGSONDERZOEKEN  

1991 TOT 2010 

Jaak Billiet 

 

 

INSTITUUT VOOR SOCIAAL EN POLITIEK OPINIEONDERZOEK (ISPO)  

CeSO KU Leuven 

 

Onderzoeksverslag 

CeSO/ISPO/2013/2

 

D/2013/1192/005 

 

 

 

©  JAAK BILLIET 

  Centrum voor Sociologisch Onderzoek (CeSO) 

  Parkstraat 45 – bus 3601 

  B – 3000 Leuven 

 

For academic reference only: not to be quoted without the explicit 

permission of the authors. 

 

All rights reserved. Except in those cases expressly determined by law, no part of 

this publication may be multiplied, saved in an automated data file or made 

public in any way whatsoever without the express prior written consent of the 

author 

 

Alle rechten voorbehouden. Niets uit deze uitgave mag worden verveelvoudigd 

en/of openbaar gemaakt door middel van druk,  fotokopie, microfilm, of op welke 

andere wijze ook, zonder voorafgaande  schriftelijke  toestemming van de auteur

 

Stabiliteit en verandering in de relatie tussen 

kerkelijkheid, lidmaatschap van  

sociale organisaties en stemgedrag  

in de periode 1991‐2010.1 

 

 

Jaak Billiet 

 

 

Jaak Billiet 

Katholieke Universiteit Leuven 

Centrum voor Sociologisch Onderzoek 

Instituut voor Sociaal en Politiek Opinieonderzoek 

Parkstraat 45 – bus 3601 – 3000 Leuven 

Jaak.Billiet@soc.kuleuven.be

1 Dit is de weergave van het gelijknamig hoofdstu110 k in deel 2 van het vriendenboek naar aanleiding van het emeritaat van Marc Elchardus dat gepubliceerd werd  in Glorieux,  I., Siongers, J. & Smits W.    (eds). Cultuursociologie buiten de  lijnen. Lannoo Campus: Tielt, 2012, pp. 77‐100.  Deze tekst mag met toelating van de uitgever door de auteur op een beperkte wijze  verspreid worden.  Er werden  enkele wijzigingen opgenomen waarbij  enerzijds  storende  fouten gecorrigeerd werden. Bij het zetten werden werden de p‐waarden voor 1991, 1995 en 1999 in Tabel 3 omgewisseld met de associaties voor die  jaren uit Tabel 2, en  in de tabellen 4 en 5 voor 2010 werden dezelfde namen als  in 1991 overgenomen. Dit  is nu aangepast. Een meer belangrijke wijziging betreft Figuur  3.  De  figuur  in  het  boek  kon  gemakkelijk  aanleiding  geven  om  niet  alleen  binnen  elk verkiezingsjaar maar ook over de tijd te vergelijken. Nu  is duidelijker uitgelegd dat dit alleen maar kan als de steekproefomvang in alle peiljaren vergelijkbaar is. In de nieuwe figuur die hier is opgenomen zijn de  parameters  voor  de  globale  effecten  opnieuw  berekend  op  gewogen  steekproeven  van  dezelfde omvang. Daardoor zijn globale vergelijkingen tussen de verkiezingen mogelijk is. Dit heeft geen effect op de specifieke parameters in de tabellen 4 en 5 die bijgevolg ongewijzigd blijven.  De verantwoording is te lezen op blz. 12.  

1

 

Inhoudstafel 

Lijst met tabellen                             2 

Lijst met figuren                             3 

1.   Inleiding                             8 

2.   Data en methodologie                         11 

3.   Over het “meten” van betrokkenheid bij de Kerk                       14 

4.   De evolutie van de kerkelijke betrokkenheid in Vlaanderen               18 

Literatuur                             57 

Lijst met tabellen 

Tabel  1.  Evolutie  van  de  kerkelijke  betrokkenheid  in  Vlaanderen  in  de  ISPO 

verkiezingsonderzoeken van 1991 tot 2010                           6 

Tabel 2.   De globale samenhang tussen stemgedrag en sociale achtergrondvariabelen 

(Cramers’ V), in de Federale verkiezingen voor de Kamer ,in 1974, en in de 

periode 1991‐2010 (Vlaanderen)                               9 

Tabel 3.  Logistisch  regressie model  voor  stemgedrag  bij  de  federale  verkiezingen 

voor de Kamer (Vlaamderen: 1991‐2010), Globale variantie analyse*           12 

Tabel 4.  Marginale kans en conditionele kansen om voor elke partij te stemmen voor 

de Kamer    in  1991  een  2010  in Vlaanderen  naargelang  van  de  kerkelijke 

betrokkenheid (gecontroleerd de sociale kenmerken en zuil affiliatie)*       15 

Tabel 5.  Marginale kans en conditionele kansen om voor elke partij te stemmen voor 

de Kamer  in 1991 een 2010 in Vlaanderen naargelang van het lidmaatschap 

van  een  mutualiteit  (gecontroleerd  de  sociale  kenmerken  en 

kerkbetrokkenheid)*                              17 

Lijst met figuren 

Figuur 1.  Verkiezingen voor de Kamer: percentage behaalde stemmen. 

Parlementsverkiezingen 1946‐2010 ‐ Vlaamse kantons                         4 

Figuur 2.   Evolutie van de percentages kernkatholieken, modale kerkleden, 

randkerkelijken, en zij niet behoren tot een kerk of godsdienst.Vlaanderen 

1991‐2010 (ISPO)                                         7 

Figuur 3.   Netto globaal effect (L²/df) van kerkbetrokkenheid, en lidmaatschap van 

mutualiteit en vakbond op het stemgedrag. Vlaanderen 1991‐2010           13

2

ʺDe verkiezingsuitslag (JB: 1991)  werd in brede kring beleefd als een 

symptoom van een diepe politieke, institutionele, ja zelfs morele crisis (...) 

Dergelijke crisissituaties zijn uitermate geschikt om te peilen naar de 

relevantie van waarden en van levensbeschouwingen waarin die waarden 

verankerd liggenʺ (Elchardus, 1991) 

 

 

 

1.   Inleiding 

Dit hoofdstuk behandelt de relatie tussen godsdienstige affiliatie, de betrokkenheid bij  

organisaties in het middenveld, en het stemgedrag.  De achtergrond van de vraag die 

hier gesteld wordt is uitvoerig behandeld in mijn hoofdstuk “Verzuiling en ontzuiling in 

België”  in de “Geschiedenis van België na 1945” van Els Witte en Alain Meynen  (Billiet, 

2006: 321‐364). Die vraag luidde als volgt: is er na de grondige veranderingen vanaf de 

jaren  zestig  in  de  kerkelijke  betrokkenheid  nu  (in  2005)  nog  verzuiling?    Indien 

verzuiling  wordt  opgevat  als  het  organiseren  van  maatschappelijke  functies  op 

levensbeschouwelijke gronden dan denkt men bij het gebruik van de term “verzuiling” 

in  eerste  instantie aan de katholieke  (of  christelijke)  “wereld”.  Indien men  echter de 

kern  van  verzuiling  opvat  als  “min  of  meer  gepolariseerde  met  politieke  partijen 

verbonden  parallelle  netwerken  van  organisaties    die  maatschappelijke  functies 

vervullen”,  dan  komen  ook  de  socialistische  en  liberale  “werelden”  in  het  vizier. 

Mettertijd hebben wij de exclusieve band van organisaties  in het middenveld met een 

specifieke politieke partij aangewezen als   een essentieel kenmerk  is van wat we toen 

“verzuiling”  noemden.  Onze  aandacht  ging  toen  zowel  naar  de  band  tussen 

organisaties  en  politieke  partijen  als  de  cohesie  van  deze  “werelden”  via  het 

stemgedrag van de kiezers naargelang van hun ‘behoren’ tot deze organisaties 

Waarin  verschilt  de  huidige  studie  van  het  vermelde  hoofdstuk  uit  2003.  Het  is 

enerzijds veel beperkter: we bekijken uitsluitend de relatie tussen kerkbetrokkenheid, 

lidmaatschap van mutualiteit en vakbond, en het kiezen voor en politieke partij. Alleen 

de situatie  in Vlaanderen wordt bestudeerd. Dit   hoofdstuk behandelt uitsluitend de 

politieke keuzen voor zover deze samengaan met sociale kenmerken op niveau van de 

individuen. De band op niveau van organisaties blijft hier achterwege. Anderzijds  is 

dit hoofdstuk een update tot 2010 en gaat de analyse een stukje verder door ook naar 

netto effecten te kijken van sociale kenmerken op het stemgedrag. Dit wil zeggen dat 

we oog hebben voor het effect van kerkbetrokkenheid en behoren tot een zuil op zich, 

uitgezuiverd voor andere kenmerken die daar mee samenhangen. Bij gelegenheid van 

elke verkiezing werd aan de hand van de verkiezingsonderzoeken van het ISPO2 een 

rapport of een boek gepubliceerd waarin deze relatie werd behandeld. In sommige van 

deze  studies werden verschillende verkiezingen vergeleken  (zie o.m. Abts e.a. 2011). 

Wat is dan nieuw? Voor het eerst wordt op een heel systematische wijze aan de hand 

van  strikt  vergelijkbare  metingen  nagegaan  welke  de  veranderingen  zijn  tussen 

kerkbetrokkenheid,  lidmaatschappen,  en  de  politieke  voorkeur  bij  de  zes 

2 ISPO: Instituut  voor Sociaal en Politiek Onderzoek aan de KU Leuven. 

3

achtereenvolgende  verkiezingen  van  1991  tot  en met  2010.  Eerst wordt  de  context 

geschetst (sectie 2), met name de grote veranderingen  in de kerkbetrokkenheid en de 

sterkte van de drie traditionele politieke families die in het verleden elk exclusief met 

een netwerk van organisaties verbonden waren: de christen democraten, de socialisten, 

en  in  mindere  mate    de  liberalen.  De  grote  veranderingen  sinds  1991  staven  de 

verwachting  dat  de  band  tussen  kerkbetrokkenheid  en  lidmaatschap  van  sociale 

organisaties enerzijds, en het stemgedrag anderzijds erodeert. In hoever is dat ook het 

geval (sectie 3)? En indien stemgedrag en kerk en –zuil affiliatie nog samengaan met de 

keuze  voor  politieke  partijen,  hoe moet men  dit  dan  begrijpen  in  een  periode  die 

beschreven  wordt  als  geïndividualiseerd  en  geseculariseerd?    Deze  vraag  wordt 

gesteld in sectie 4 waar om te besluiten ook nog wat weerwerk wordt geboden aan een 

al  te deterministische conclusie die uit onze werkwijze zou kunnen afgeleid worden.  

Ook waardeoriëntaties spelen een rol bij het stemmen voor een politieke partij. 

2.   Veranderingen in het stemgedrag en de kerkelijke affiliatie 

De algemene  trends zijn bekend. Het politieke  landschap  is steeds meer versnipperd 

door de opkomst van nieuwe partijen na de Schoolstrijd van 1958, en vooral sinds de 

jaren zeventig. Dit komt door het opkomen van nieuwe partijen die zich overwegend 

op bepaalde issues richten, angst door aanwezigheid van nieuwkomers, zorg voor het 

milieu, en de staatshervorming. De betrokkenheid bij de kerk neemt ook gestaag af. Dit 

was  in  versneld  tempo  in  de  jaren  zestig  en  zeventig,  maar  nadien  is  het  aantal 

Vlamingen dat zich nog katholiek noemt, en vooral het aandeel van katholieken die 

nog  enigszins bij het kerkelijk  leven betrokken zijn  jaar na  jaar blijven afnemen. We 

geven kort deze trends omdat deze natuurlijk te maken hebben met de vraag die ons 

hier bezig houdt. Als de verdeling van het stemgedrag en de kerkelijke betrokkenheid 

zo sterk wijzigen, dan mag men verwachten dat dit invloed heeft op de relatie tussen 

beide. De veranderingen in lidmaatschap en vakbond kent ook wijzigingen maar deze 

zijn niet zo drastisch als bij het stemgedrag en de kerkbetrokkenheid.  

2.1.  Het versnipperd politieke landschap in Vlaanderen 

Een  inzichtelijke manier om de versnippering voor  te  stellen  is de weergave van de 

algemene    trend  van  de  drie  traditionele  politieke  families  elk  apart  en  samen. We 

kunnen van “traditioneel” spreken omdat deze midden de  jaren 50 gezamenlijk meer 

dan 95% van de stemmen behaalden. Tot 1977 scoorden deze drie samen in Vlaanderen 

nog steeds boven 70% maar nadien is deze machtspositie snel afgebrokkeld, om na een 

paar opstoten in 2010 op amper 45% te zitten. Op dit vlak verschilt Vlaanderen grondig 

van Wallonië waar in 2012 nog steeds ¾ van de Waalse kiezers op de drie traditionele 

politieke families stemt (Deschouwer, 2009: 129). 

Er zit natuurlijk veel meer achter deze eenvoudige figuur dan wat hier getoond wordt. 

Vooreerst  kan  het  verval  van  de    drie  grote  politieke  families  in Vlaanderen  vanaf 

midden  jaren  zestig vooral  toegeschreven worden  aan de neergang van de Christen 

democraten. De  opeenvolgende  verkiezingsonderzoeken  van  het  ISPO hebben  sinds 

1987 geleerd dat er steeds  interne verschuivingen zijn van winst en verlies. De netto 

winst en het netto verlies zijn niet zichtbaar is in de statistieken, daarvoor hebben we 

4

surveys  nodig  (Swyngedouw,  1989).    Algemeen  wordt  aangenomen  dat  de  grote 

neergang  van  de  CVP  in  de  periode  1965‐1981  vooral  in  het  voordeel was  van  de 

Vlaams  nationale  Volksunie  (niet  getoond  in  de  figuur)  en  van  de  Liberalen.  De 

neergang  van de Christen democraten  in  1989  ten  opzichte  van  1979  is deels  toe  te 

schrijven aan de grote toename van nieuwe kiezers als gevolg van de verjonging van 

de kiesgerechtigde leeftijd naar 18  jaar. Vanaf begin  jaren tachtig komen twee nieuwe 

politieke  formaties  in het politieke  landschap. Dit zijn de  ecologisten van Agalev die 

uitzonderlijk  als gevolg van de dioxinecrisis  in  1999 boven  10%  zullen klimmen,  en 

eerst aarzelend en nadien verkiezing na verkiezing de fors groeiende extreem rechtse 

en Vlaams nationale partij Vlaams Blok.   

 

Figuur 1.

Verkiezingen voor de Kamer: percentage behaalde stemmen.

Parlementsverkiezingen 1946‐2010 ‐ Vlaamse kantons

0

10

20

30

40

50

60

70

80

90

100

1946

1949

1950

1954

1958

1961

1965

1968

1971

1974

1977

1978

1981

1985

1987

1991

1995

1999

2003

2007

2010

% geldige stemmen

Christen democraten Liberalen Socialisten Samen 

De  bokkensprong  van  de  Christen  democraten  van  de  CD&V  na  2003  zijn  toe  te 

schrijven  aan  het  kartel met  de  opvolger  van  de Volksunie  (N‐VA), maar  dit werd 

nadien  in 2010 ook haar neergang  toen de deze partij zelfs uitgroeide  tot de grootste 

van  het  ganse  land  (in  stempercentage).  Ook  de  andere  politieke  formaties,  de 

socialisten en liberalen en niet in het minst Vlaams Belang (niet in de figuur) staan heel 

wat stemmen af aan N‐VA (Swyngedouw & Abts, 2011; Abts e.a., 2011). De hier ruw 

geschetste  trends  illustreren  ook  het  op  en  neergaan  van  het  belang  van  politieke 

onderwerpen zoals de  ideologische  (of sociaal economische breuklijn) die niet steeds 

even  sterk  speelt, de  filosofische of  levensbeschouwelijke breuklijn die duidelijk  aan 

belang  inboet  als  men  naar  de  sterkte  van  de  Christen  democratie  denkt,  de 

milieuproblematiek,  en  de  communautaire  spanningen  die  blijkbaar  in  de  recente 

verkiezingen dominant aanwezig zijn. Toch  is dat niet zo zwart wit. Onderzoek  leert 

dat de  overwinning  van de N‐VA  ook  toe  te  schrijven  is  aan  economische  thema’s, 

zonder over de  rol van charismatisch leiderschap te spreken.  

5

Hoe dan ook, als men deze evolutie beschouwt zou het zeer verwonderlijk zijn indien 

deze trend niet zou samengaan met veranderingen in de relatie  tussen stemgedrag en 

kerkbetrokkenheid. Men zou de vernieuwde  levenskracht van de CD&V  in 2007 niet 

alleen aan het kartel met N‐VA maar ook aan de weerslag van de afhandeling van de 

ethische  thema’s  door  coalities  na  1999 waarbij  christen  democraten  voor  het  eerst 

sinds 1958 niet meer betrokken waren. De weerstand tegen een aantal regelingen rond 

het homohuwelijk en euthanasie zouden kerkbetrokken kiezers er toe kunnen aangezet 

hebben om opnieuw voor de Christen democraten te kiezen. Hierop ingaan zou ons te 

ver leiden, dat is voor een andere gelegenheid. 

2.2.  Afnemende betrokkenheid bij de kerk: de verder dalende trend na 1991 

Als men een betrouwbaar beeld wil krijgen over de evolutie van de kerkbetrokkenheid 

in Vlaanderen dan moet men enkele keuzen maken m.b.t. de te kiezen indicator en het 

meetinstrument. Er zijn gegevens over Vlaanderen beschikbaar in verschillende survey 

onderzoeken: het tweejaarlijks European Social Survey (ESS) sinds 2002, het tienjaarlijks 

Europees waardeonderzoek  (EVS)  sinds  1980,  en  het  ISPO  verkiezingsonderzoek  vanaf 

1991.  De  vragen  naar  het  subjectief  behoren  tot  een  kerk,  godsdienst  of  andere 

levensbeschouwelijke  groepering,  en  vervolgens  naar  de  deelname  aan  publieke 

erediensten, wordt naargelang van het survey anders gesteld. Dit levert verschillen op 

in de schattingen. Zo raamt de  vraag van ESS aanzienlijk meer mensen op die beweren 

niet te behoren tot een godsdienstige groepering en ligt het aantal ondervraagden dat 

zichzelf  als  katholiek  beschouwt  in  Vlaanderen  een  stuk  lager  (rond  45%)  dan  de 

ramingen  in  ISPO  (boven 50%) en EVS  (56%).  ISPO en EVS   maken gebruik van een 

ééntraps vraag.3  Ook de context verschilt. EVS scoort het hoogst inzake “behoren tot een 

godsdienst” omdat het ganse onderzoek aangekondigd wordt als een onderzoek over 

waarden,  ethiek  en  godsdienst. Daardoor  is  er meer medewerking  van mensen  die 

daar interesse voor hebben. Maar welk survey men ook gebruikt, de algemene trend is 

overal dezelfde: het aantal Vlamingen boven 18 jaar dat zichzelf tot een  godsdienstige 

groepering rekent en regelmatig deelneemt aan publieke erediensten daalt met de tijd, 

en ook met de generaties (Dobbelaere e.a., 2011). Als men over de tijd wil vergelijken is 

het aangewezen om dezelfde bron  te gebruiken. Wij kiezen vanzelfsprekend voor de 

ISPO gegevens omdat de relatie  tussen kerkelijkheid en stemgedrag ook op die bron 

gebaseerd is.  We kunnen bijgevolg de evolutie tussen 1991 en 2010 bekijken. 

De kerkelijke betrokkenheid wordt in het ISPO gemeten aan de hand van twee vragen 

die  in  alle  surveys  aanwezig  zijn:  de  vraag  naar  het  (subjectief)  behoren  tot  een 

godsdienst  of  levensbeschouwelijke  groepering,  en  de  vraag  naar  de  deelname  aan 

publieke erediensten. Combinatie van deze twee indicatoren resulteert in een typologie 

bestaande uit de volgende categorieën: niet behorend (of geen godsdienst); vrijzinnig; 

randkerkelijk (katholieken die buiten familiale of sociale verplichtingen zelden of nooit 

deelnemen aan erediensten); modale katholieken (katholieken die minstens op de grote 

kerkelijke  feestdagen  deelnemen  maar  minder  dan  maandelijks),  kernkatholieken 

(katholieken  die  maandelijks  of  meermaals  per  maand  deelnemen);  andere 

3 De ééntraps vraag over de godsdienstige groepering waartoe men zich subjectief rekent luidt: “tot welke van  groeperingen op deze kaart rekent U  zichzelf?”).  De tweetraps vraag wordt voorafgegaan door een filtervraag: “Rekent U zichzelf tot één van deze godsdiensten?”. En indien ja “welke?”.

6

godsdiensten (degenen die zichzelf als behorend tot een godsdienst beschouwen maar 

die  niet  katholiek  zijn  zoals  Protestanten,  Joden  en  Moslims).4  De  hier  gebruikte 

typologie  verschilt  enigszins  van  de  meer  strikte  meting  gebruikt  door  Karel 

Dobbelaere  in  EVS  omdat  hij  daar  nog  de  vraag  kan  gebruiken  over  de  actieve 

betrokkenheid bij godsdienstige verenigingen. 

Uit  onderzoek  blijkt  dat  onze  typologie  sterk  samenhangt met  een meer  complexe 

variabele godsdienstige betrokkenheid maar dat die  er natuurlijk niet helemaal mee 

samenvalt. Bij dit laatste worden ook nog andere dimensies  in rekening gebracht zoals 

de mate van godsdienstigheid en bidden (ESS), bijkomend de geloofsdimensie en actief 

participeren aan godsdienstig verenigingsleven (EVS). Hier hebben we hoogstens een 

beperkte proxy variabele voor godsdienstigheid. Daarom geven we de voorkeur aan 

de term “kerkbetrokkenheid” in plaats van godsdienstigheid. 

Tabel 1.  Evolutie  van  de  kerkelijke  betrokkenheid  in  Vlaanderen  in  de  ISPO 

verkiezingsonderzoeken van 1991 tot 2010. 

Jaartal van verkiezingsonderzoek  

Kerkbetrokkenheid  1991  1995  1999  2003  2007  2010 

Katholiek 

Kernlid

Modaal lid

Randkerkelijk

 

24,4 

15,4 

35,1 

 

22,5 

23,5 

32,1 

 

18,6 

22,0 

35,8 

 

12,3 

19,4 

47,1 

 

9,2 

16,7 

43,9 

 

7,6 

20,0 

43,1 

Niet katholiek 

Andere godsdienst

Vrijzinnig

Geen

 

3,9 

8,9 

12,3 

 

1,9 

8,3 

11,7 

 

1,1 

9,0 

15,6 

 

3,0 

7,1 

11,3 

 

4,6 

9,4 

16,7 

 

3,4 

8,7  

17,2 

N  2690  2099  2171  1206  1176  1071 

Figuur 2  toont duidelijk aan dat het aantal Vlamingen dat zich niet katholiek noemt 

toegenomen  is  in  de  ISPO  onderzoeken.  Dit  is  vooral  het  geval  na  2007.  Ook  het 

aandeel van de  randkerkelijken  is  sinds 1991 nog  toegenomen, vooral na 1999. Deze 

veranderingen gaan ten koste van de kernkatholieken die volgens de ISPO gegevens in 

2010  op 7,6% kunnen geraamd worden.  

De omvang van de modale kerkleden varieert nogal van het ene jaar tot het andere. Dit 

komt  waarschijnlijk  omdat  deze  categorie  het  resultaat  is  van  een  tweevoudige 

beweging: modale katholieken worden marginaal katholiek (of behoren niet langer tot 

een  kerk),  en  kernkatholieken worden modale  katholieken.  In  het  ISPO wordt  het 

aandeel  van  degenen  die  niet  tot  een  kerk  of  godsdienst  behoren  (vrijzinnigen 

inbegrepen) in 2010 op 26% geraamd. Dat is, zoals reeds vermeld, een pak lager dan in 

onderzoeken (zoals ESS) die een tweetrapsvraag gebruiken. Men moet er wel rekening 

mee houden dat de ontkerkelijking vooral versneld  is gebeurd  in de  jaren  zestig  en 

zeventig  want  voordien  werd  nog  een  wekelijkse  kerkpraktijk  van  boven  60% 

opgetekend (Dobbelaere, 2000: 123). De peiling van 1991 komt dus op een tijdstip waar 

al een verandering had plaats gegrepen die drastischer is dan wat nadien plaats had.  

4 De vraag naar het behoren tot een godsdienst werd in 1995 aangevuld met een categorie “christelijk maar niet  katholiek” maar een analyse van de gegevens van de drie panel surveys  waarbij dezelfde ondervraagden drie keer werden benaderd toont aan dat men deze in onze typologie best bij de katholieken rekent.

7

 

Figuur 2. 

Evolutie van de percentages kernkatholieken, modale kerkleden, 

randkerkelijken, en zij niet behoren tot een kerk of godsdienst.Vlaanderen 

1991‐2010 (ISPO)

0

10

20

30

40

50

60

70

80

90

100

1991 1995 1999 2003 2007 2010

Kernkatholieken Modale kerkleden Randkerkelijken Geen kerk/v

.

 

3.  De  relatie  tussen kerkbetrokkenheid,  lidmaatschap van  sociale organisaties 

en stemgedrag 

Laten  we  nu  de  relaties  tussen  kerkbetrokkenheid  en  stemgedrag,  en  tussen 

lidmaatschap van een mutualiteit en een beroepsvereniging (met focus op de vakbond) 

onder ogen nemen. Voor de periode 1974‐2010 is informatie beschikbaar over de relatie 

tussen een aantal sociale achtergrondkenmerken en het stemgedrag. Voor het midden 

van de  jaren zeventig kan men gebruik maken van het AGLOP‐onderzoek van 1974.5 

Dit  onderzoek  bevat  informatie  over  het  stemgedrag,  de  leeftijd,  de  kerkelijke 

betrokkenheid  en  lidmaatschap  van  een mutualiteit  van  de  ondervraagden.  Er  zijn 

tussen  1974  en  1990  een  aantal  Regioscopes,  beschikbaar maar  ofwel  is  de  Vlaamse 

steekproef  te  beperkt  ofwel  zijn  voor  ons  opzet  te  weinig  relevante  variabelen 

aanwezig.  De  gegevens  tussen  1991  en  2010  zijn  verzameld  in  het  kader  van  de 

grootschalige  postelectorale  onderzoeken  van  ISPO  hebben  betrekking  op  de 

parlementsverkiezingen (Kamer) van 1991, 1995, 1999, 2003, 2007 en 2010. Met het oog 

op vergelijkingen over de tijd is deze reeks meer betrouwbaar. 

5  De  AGLOP‐enquête  gaat  door  voor  het  eerste  grootschalig  postelectoraal  onderzoek.  Het  werd uitgevoerd door UNIOP in 1974 onder impuls van Franstalige politicologen (Frognier, 1975). De Vlaamse steekproef bedraagt 522 eenheden. Er zijn 502 Waalse kiezers in de steekproef, en 497 Brusselaars. Dit is het voornaamste grootschalig politiek onderzoek uit die periode dat min of meer bruikbaar is. De non‐respons  voor  België  bedroeg  27%  en  er  is  ook  veel  item  non‐respons  op  de  rapportering  van  het stemgedrag.  

8

In  elk  van  de  gebruikte  onderzoeken  zijn  er  vergelijkbare  gegevens  over  de  relatie 

tussen de uitgebrachte stem en een aantal sociale kenmerken zoals sekse, leeftijdsklasse 

(in  zes  categorieën),  de  kerkelijke  betrokkenheid  (geen,  vrijzinnig,  randkerkelijk, 

kerkelijk  katholiek,  kerks  katholiek  en  andere)6,  en  de  mutualiteit  (christelijk, 

socialistisch, neutraal, andere). Over enkele andere kenmerken hebben we  informatie 

sinds 1991, met name het actief lidmaatschap van verenigingen, de genoten opleiding 

(lager,  lager  secundair,  hoger  secundair,  hoger),  en  het  lidmaatschap  van  een 

beroepsvereniging of vakbond (christelijk, socialistisch, liberale, andere7 of geen). Er is 

vergelijkbare  informatie  over  de  beroepscategorie  vanaf  1991.  In  het  kader  van  de 

vraag  die  hier  aan  de  orde  is,  hebben  we  uiteraard  vooral  belangstelling  voor  de 

kerkelijke betrokkenheid en het lidmaatschappen van een vakbond en een mutualiteit. 

Bij het lidmaatschap van verenigingen is het mettertijd niet meer zo eenvoudig om een 

onderscheid  te maken  naargelang  van  de  ‘zuilaanhorigheid’. Daarom worden maar 

twee categorieën gebruikt: al of niet naar eigen zeggen actief lid. 

3.1.  De globale samenhang tussen stemgedrag en sociale achtergrond 

Volgens de individualiseringstheorie zou de invloed van alle sociale kenmerken op de 

politieke keuzen die burgers maken steeds zwakker worden  (Felling, 2004). Specifiek 

wat ons onderwerp aangaat, wordt verondersteld dat individualisering samengaat met 

een  verzwakking  van  de  band  tussen  politieke  keuzen  enerzijds  en  kerkelijke 

betrokkenheid, mutualiteit en vakbond/beroepsvereniging anderzijds. Mensen zouden 

immers steeds vaker kiezen op basis van persoonlijke voorkeuren en die keuze zouden 

minder voorspelbaar zijn. In het bijzonder wat kerkelijke betrokkenheid aangaat  leidt 

secularisering  bijkomend  tot  een  verzwakking  van  de  relatie  tussen  godsdienstige 

affiliatie  en  politieke  voorkeur.  Secularisatie  wordt  immers  beschouwd  als  het 

autonoom  van  de  godsdienst  worden  van  maatschappelijke  domeinen,  zoals  de 

politiek.  Dobbelaere  (2000:  144‐150)  gebruikt  hiervoor  het  begrip  “functionele 

differentiatie. De  beschikbare  gegevens  laten  toe  om  beschrijvend  na  te  gaan  of  er 

inderdaad sprake is van een verzwakking van de band tussen de vermelde structurele 

kenmerken  en  de  politieke  keuzen  bij  verkiezingen.  De  maat  Cramers’  V8  is  een 

geschikte  indicatie. Deze drukt de globale  samenhang uit    tussen de keuze van  een 

politieke partij en elk van deze kenmerken, en de maat varieert van 0 tot 1. Op grond 

van de individualisering mag men verwachten dat de waarde van deze maat voor elk 

van de onderzochte kenmerken met de tijd kleiner wordt. De maten in Tabel 2 hebben 

6 Het verschil  tussen kerkelijk en kerks katholiek  is het volgende. Kerkse katholieken nemen minstens meermaals maandelijks deel aan de publieke erediensten, kerkelijke katholieken doen dat minstens bij kerkelijke feestdagen en meerdere keren per jaar. 7 Het aantal  respondenten aangesloten bij de  liberale vakbond  is  in  sommige van de  surveys  te klein omwille  van  de  kleinere  steekproef  omvang. Dan wordt  die  categorie  samengevoegd met  “andere”. Deze  categorie  bevat  leden  van  andere  beroepsorganisaties  dan  vakbonden.  Daaronder  zitten  ook Christelijke organisaties  zoals de boerenbond. Aangezien geen  lidmaatschap de  referentiecategorie  is zorgt dit niet voor een vertekening van de parameters voor de Christelijke en de socialistische vakbond. 8 Cramers’ V is een genormeerde maat met de waarde 0 indien de het stemgedrag onafhankelijk is van een kenmerk, en de waarde 1 bij perfecte samenhang De grootte van deze maat kan vergeleken worden voor  gelijkaardige  tabellen, ook  al  verschilt  de  steekproefomvang. Deze maat  is  gebaseerd  op  de ² statistiek bij een contingentietabel:  = [/N(L‐1)]1/2 (L  is de kleinste van het aantal rijen of kolommen (Hays, W.L., Statistics, Holt & Saunders, 1981 (derde editie): 557). 

9

betrekking  op  de  globale  samenhangen  tussen  stemgedrag  en  kenmerken  zonder 

aandacht  voor  specifieke  relaties  tussen  een  bepaalde  partij  en  de  positie  op  een 

bepaald  kenmerk. Het  gaat  hier  om waargenomen  bruto  relaties  tussen  elk  sociaal 

kenmerk en het stemgedrag. De netto effecten9 worden verder besproken.  

De samenhang tussen sekse en stemgedrag is globaal in de bestudeerde periode nooit 

heel sterk geweest en in zover die samenhang al beduiden is lijkt die nog af te nemen. 

De  globale  samenhang  tussen  leeftijd  en  stemgedrag  is  stabiel.  Natuurlijk  zijn  er 

doorheen de tijd verschillen tussen de steun van bepaalde leeftijdsgroepen voor de ene 

of  andere  partij,  maar  dat  is  hier  niet  aan  de  orde. We  bekijken  hier  de  globale 

samenhang. Wat  de  relatie  tot  de  beroepscategorie  aangaat  is  er  eveneens  weinig 

verandering waar te nemen. In de relatie tussen stemgedrag en het genoten onderwijs 

is er tussen 1974 en 2003 globaal genomen ook niet zoveel verandering waar te nemen. 

Van  de  voorspellingen  vanuit  de  individualiseringtheorie  met  betrekking  tot  de 

verminderde voorspelbaarheid van het stemgedrag vanuit deze sociale kenmerken  is 

alles samen genomen  weinig terug te vinden in de empirische gegevens. Dit werd ook 

al vastgesteld  in verband met opvattingen over het huwelijk (Vandecasteele & Billiet, 

2004:  226). De globale  samenhangen  tussen  sociale kenmerken  en partijkeuzes  lijken 

redelijk bevroren. Dit wil natuurlijk niet zeggen dat er niets verandert in de samenhang 

tussen specifieke categorieën van elk sociaal kenmerk en specifieke partijen aangaat.   

Tabel 2  De  globale  samenhang  tussen  stemgedrag  en  sociale 

achtergrondvariabelen  (Cramers’ V),  in de  Federale  verkiezingen  voor 

de Kamer ,in 1974, en in de periode 1991‐2010 (Vlaanderen) 

Vlaanderen 

Variabele (# categorieën) 1974 

N = 497 

1991 

N = 2690 

1995 

N = 2099 

1999 

N = 2179 

2003 

N = 1218 

2007 

N = 1116 

2010 

N = 1072 

Sexe (2) 

Leeftijdsklassen (6) 

Genoten opleiding (4) 

Kerkbetrokkenheid (6) 

Vakbond (5) 

Mutualiteit (4) 

Lidmaatschap vrij org, (2) 

Beroepscategorie (7) 

0,156 

0,194 

(‐) 

0,274 

(‐) 

0,294 

(‐) 

(‐) 

0,123 

0,147 

0,147 

0,246 

0,246 

0,325 

0,154 

0,128 

0,140 

0,127 

0,146 

0,228 

0,207 

0,329 

0,168 

0,149 

0,154 

0,154 

0,188 

0,205 

0,237 

0,320 

0,174 

0,145 

0,122 

0,153 

0,178 

0,190 

0,174 

0,281 

(0,102)* 

0,153 

0,179 

0,110 

0,112 

0,204 

0,201 

0,266 

0,193 

0,123 

0,175 

0,140 

0,205 

0,187 

0,239 

0,290 

0,159 

0,163 

Source: Glopo survey in 1976 ISPO/PIOP Verkiezingsonderzoeken van 1991 tot 2010, 

( )* niet significant op α‐niveau 0,05, 

(‐) niet beschikbaar, 

Hoe  zit  het  met  de  samenhang  tussen  stemgedrag  en  lidmaatschap  van  “zuil” 

organisaties,  of  kerkbetrokkenheid?  In  zijn  studie  over  het  maatschappelijk 

middenveld  toont Marc  Hooghe  aan  dat  de  interne  integratie  van  de  traditionele 

zuilorganisaties  nog  heel  sterk  is  als  men  de  ideologische  congruentie  van 

lidmaatschappen  en  stemgedrag  als  criterium  neemt.  Als  voorbeeld  toont  deze 

onderzoeker dat in 1995 nog steeds rond 45% van de leden van het ACV voor de CVP 

stemmen  daar waar  het  gemiddelde  percentage  bij  alle  Vlaamse  kiezers  nog maar 

9 Dit  zijn  de  effecten  van  elk  kenmerk op het  stemgedrag  uitgezuiverd  voor  de  andere  bestudeerde kenmerken. Dan wordt bijvoorbeeld uit het effect van de kerkelijke betrokkenheid op het stemmen het effect van leeftijd, mutualiteit, vakbond, enz. weggenomen. 

 

10

27,3% bedraagt (Hooghe, 1999). Dit kan niet ontkend worden. De vraag is of dit nu in 

2010 nog zo is. De voorspelbaarheid van het stemmen voor een partij vanuit informatie 

over  de  kerkelijkheid,  en  het  lidmaatschap  van  een mutualiteit,  of  een  vakbond  is 

globaal in de ganse beschouwde periode relatief weinig veranderd in vergelijking met 

de samenhang  tussen stemgedrag en de andere sociale kenmerken  (zie Tabel 2). Het 

lidmaatschap  van  een mutualiteit  blijft  onder  alle  sociale  kenmerken  nog  steeds  de 

sterkste samenhang vertonen met het stemgedrag. Het lidmaatschap van een vakbond 

of beroepsvereniging lijkt vanaf 2003 wat af te nemen maar is in de verkiezingen van 

2010 wellicht weer wat  sterker. Dit moet verder bekeken worden. De  relatie van de 

kerkbetrokkenheid met politieke keuzen  is, zoals de secularisatiehypothese voorspelt 

gestaag  verzwakt  maar  is  nog  steeds  beduidend.  De  samenhang  van  het  genoten 

onderwijs op het stemgedrag lijkt toe te nemen. Actief lidmaatschap van verenigingen, 

zonder specificatie van de ‘kleur’, valt heel wat zwakker uit maar verandert niet veel in 

de tijd (zie Tabel 2). Tot zover de globale samenhang tussen partijen en alle categorieën 

van de achtergrondkenmerken samen. Er kunnen grote verschillen bestaan  tussen de 

electoraten. Dit wordt nu van meer nabij bekeken. 

3.2.  De  globale  netto  effecten  van  kerkbetrokkenheid  en  zuilaffiliatie  op  het 

stemgedrag 

De relaties in Tabel 2 hebben als nadeel dat ze niet tonen hoe sterk een relatie van een 

sociaal kenmerk  tot het  stemgedrag  op  zich.  Sommige van die kenmerken vertonen 

onderlinge  samenhang,  bijvoorbeeld  kerksheid  en  leeftijd:  hoe  jonger men  is  des  te 

minder  kerkelijk  men  is.  Het  is  dus  goed  mogelijk  dat  de  relatie  tussen  de 

kerkbetrokkenheid  en  de  voorkeur  voor  een  politieke  partij  toegeschreven  moet 

worden  aan  de  onderlinge  relatie  van  kerkelijkheid  en  leeftijd.  Dan  is  dat  een 

schijnbare  relatie. Dat  geldt  ook  voor  een  aantal  andere  kenmerken  die met  elkaar 

verband houden, leeftijd en opleiding bijvoorbeeld.  

Om deze schijnbaarheid uit  te sluiten en om “zuiver”  te kunnen nagaan hoe groot het 

globaal  effect  van  kerkbetrokkenheid  en  zuilaffiliatie  op  stemgedrag  is moeten  de 

relaties (of effecten) van alle beschikbare sociale kenmerken met het stemgedrag samen 

onderzocht worden. Wij doen dit met behulp van een regressieanalyse die geschikt is 

voor  onze  uitkomstvariabele  “stemgedrag”:  een  multi‐variate  logistische 

regressieanalyse voor uitkomstvariabele met meer dan twee categorieën. De variabele, 

de  partij waarvoor men  naar  eigen  zeggen  tijdens  de  recente  parlementsverkiezing 

gestemd heeft, heeft zoveel categorieën als er partijen zijn.10 Onze  interesse richt zich 

op  de  effecten  van  kerkbetrokkenheid,  en  lidmaatschap  van  een  mutualiteit  en 

vakbond/beroepsvereniging,  uitgezuiverd  voor  hun  onderlinge  samenhang,  en  ook 

voor  de  samenhang met  de  relevante  sociale  kenmerken:  leeftijd  (6  klassen),  sekse, 

genoten opleiding  (4 klassen), de beroepscategorie  (7 klassen), en het al of niet actief 

lidmaatschap van vrije organisaties.  

De globale test  in Tabel 3 toont de omvang van de globale netto effect van de sociale 

variabelen  op  het  stemgedrag  per  verkiezingsjaar.  Voor  elke  kenmerk  wordt  als 

10 De analyse gebeurt met de CATMOD procedure van SAS® omdat die een multinomiale te verklaren variabele toelaat. 

11

hypothese gesteld dat dit kenmerk onafhankelijk  is van het  stemgedrag. Dan wordt 

nagegaan hoezeer het onder deze hypothese gestelde zero verband  (de nulhypothese) 

afwijkt van het geobserveerde verband. De mate van afwijking wordt uitgedrukt in een 

test‐statistiek L².11 Als deze te groot is om bij toeval in de steekproef tot stand te komen, 

dan wordt de (nul)hypothese verworpen dat er geen verband is tussen het kenmerk en 

stemgedrag.  Hoe  groter  de  waarde  van  onze  teststatistiek,  gegeven  het  aantal 

vrijheidsgraden,  hoe  sterker  het  verband  tussen  het  betreffende  kenmerk  en  het 

stemgedrag.  Om  te  kunnen  vergelijken  tussen  de  verschillende  kenmerken,  in  elk 

peiljaar wordt de L² waarde gedeeld door het aantal vrijheidsgraden  (L²/df).   Tabel 3 

geeft ons een beschrijvende12  indruk van de evolutie van de netto‐effecten omdat we 

dan een vergelijkbare waarde krijgen per vrijheidsgraad. In de tabel kan men nagaan 

welke effecten beduidend groter zijn en voor welk kenmerk de netto samenhang met 

het stemgedrag verdwijnt.  

11 de Likelihood ratio Chi‐square test statistiek. 12 De verschillen tussen de kenmerken onderling en tussen de kenmerken in elk jaar worden niet getest. We nemen als vuistregel dat een verschil toch minsten 2 punten moet bedragen ombeduidend genoemd te worden. 

12

Tabel 3.  Logistisch regressie model voor stemgedrag bij de federale verkiezingen voor de Kamer (Vlaamderen: 1991‐2010),  

Globale variantie analyse* 

1991  1995  1999  2003  2007  2010 Parameter  df 

L²/df  p  L²/df  p  L²/df  p  L²/df  p,  L²/df  p  L²/df  p 

Intercept  6  14,57    13,84    5,48    13,71    3,50    5,75   

Leeftijdklasse 

Sekse 

Opleiding 

Beroepscategorie  

Kerkbetrokkenheid 

Mutualiteit 

Vakbond 

Lidmaatschap vr, rg 

30 

6 

18 

36 

30 

18 

30 

6 

2,88 

2,89 

2,13 

2,15 

7,19 

16,70 

5,47 

2,93 

<0,0001 

0,0080 

0,0034 

<0,0001 

<0,0001 

<0,0001 

<0,0001 

0,0074 

2,29 

3,25 

2,16 

2,66 

5,25 

14,38 

2,72 

2,99 

0,0001 

0,0034 

0,0029 

<0,0001 

<0,0001 

<0,0001 

<0,0001 

 0,0064 

2,60 

2,91 

3,17 

2,03 

5,34 

13,17 

4,09 

3,56 

<0,0001 

0,0077 

<0,0001 

0,0002 

<0,0001 

<0,0001 

<0,0001 

0,0016 

1,74 

1,86 

1,71 

0,96 

2,65 

8,35 

1,89 

1,25 

0,0071 

0,0834 

0,0310 

0,0543 

<0,0001 

<0,0001 

0,0052 

0,2771 

0,94 

5,54 

1,45 

0,74 

3,21 

5,18 

1,72 

3,40 

0,5530 

<0,0001 

0,0993 

0,8750 

<0,0001 

<0,0001 

0,0157 

0,0024 

2,48 

1,37 

2,16 

1,94 

2,98 

5,91 

3,76 

1,12 

0,0212 

0,0917 

0,0030 

0,0015 

<0,001 

<0,0001 

<0,0001 

0,3490 

* Het aantal vrijheidsgraden is op een paar uitzonderingen na hetzelfde voor de verschillende verkiezingsjaren. Vanaf 2003 onderscheiden we omwille van de 

kleinere steekproefomvang slechts 4 categorieën in het kenmerk vakbond door het samenvoegen van de liberale vakbond met ‘andere’.   

Bronnen:  Eigen berekeningen voor 1991 en 1995; Voor 1999 tot 2010: Abts e.a., 2011: 15 maar met een nieuwe berekening voor 2010 op de steeproef van ISPO 

met de EVS steekproef omwille van de verschillend definitie van kerkbetrokkenheid in de ESS steekproef.   

13

Aan de hand van de p‐waarde (p: probability) kan men nagaan of een globaal effect statistisch 

significant is. Heel kleine waarden13 vertellen ons dat de kans klein is dat het waargenomen 

verband  tussen  een  kenmerk  en  het  stemgedrag  in  onze  gegevens  aan  het  toeval  toe  te 

schrijven is, en we nemen dan aan dat het stemgedrag wel degelijk afhankelijk zijn van het 

betreffende kenmerk. Tabel 3 toont duidelijk dat de meeste structurele prediktoren van het 

stemgedrag  nog  steeds  een  invloed  hebben, maar we  kunnen  er  niet  uit  afleiden  of  hun 

sterkte  in  lijn van de  individualiseringsthese afgenomen. Deze globale effecten zijn  immers 

mede afhankelijk van de omvang van de  steekproeven die  tot  in 1999 gevoelig groter zijn 

dan nadien. Daarom kunnen we in Tabel 3 alleen de effecten per peiljaar vergelijken.  

Om  toch de  effecten van de kernvariabelen over de  tijd  te kunnen vergelijken worden de 

steekproeven met behulp van wegen vergelijkbaar gemaakt (ongeveer 1000 eenheden).14 Dit 

gebeurt  in  Figuur  3.  De  verhouding  tussen  de  netto  effecten  van  de  sociale  kenmerken 

onderling  die  ons  onze  aandacht  gaande  houden  is  eveneens  duidelijk  zichtbaar  in  die 

figuur.  

Figuur 3. 

Netto globaal effect (L ²/df ) van kerkbetrokkenheid, en lidmaatschap van 

mutualiteit en vakbond op het stemgedrag. Vlaanderen 1991‐2010

0

5

10

15

20

25

1991 1995 1999 2003 2007 2010

Kerkbetrokkenheid Mutualiteit Vakbond

 

13 Bijvoorbeeld p < 0,001. 14 Deze operatie wijzigt de grootte van de geschatte specifieke effectparameters per kenmerk en per partij in de tabellen 4 en 5 niet. De gelijkstelling van de steekproeven gebeurt alleen met het oog op een correcte visuele weergaven van het tijdsverloop in Figuur 3.

14

Wat het globaal netto effect van het behoren tot een mutualiteit aangaat stellen we vast dat 

dit effect  in de ganse periode uitsteekt boven de  twee andere prediktoren van stemgedrag, 

en dus sterker  is en nog steeds beduidende rol speelt  in 2010.  In vergelijking  tot het effect 

van  kerkelijke  betrokkenheid  is  de  invloed  van  het  behoren  tot  een mutualiteit wel wat 

afgenomen  in  2007.    De  licht  neergaande  lijn  die  het  globaal  netto  effect  van 

kerkbetrokkenheid op stemgedrag vertoont,  lijkt gestopt te zijn  in 2003 en  is mogelijks wat 

toegenomen  in 2007 toen het kartel van Christendemocraten en N‐A op winst kwam.   Men 

kan  zich  afvragen  of de  ervaring  van  acht  jaar  regeringen die  een  aantal maatregelen  op 

ethisch gebied doorvoerden  (o.m. euthanasie en huwelijk van mensen van dezelfde  sekse) 

een aantal kerkelijk betrokken kiezers  er heeft  toe aangezet om opnieuw voor de  christen 

democraten te stemmen. Onze gegevens laten echter niet toe om dit aan te tonen. In 2010 lijkt 

het  effect van de vakbond op het  stemgedrag  iets  sterker dan het  effect van de kerkelijke 

betrokkenheid.  

Bij de  interpretatie van deze effecten moet men zeker voor ogen houden dat de marginale 

verdelingen  van  vooral de  kerkelijke  betrokkenheid  en  het  stemmen  zeer  sterk  gewijzigd 

zoals  blijkt uit  Figuur  1  en Tabel  1. We  komen  hier  nog  op  terug. Het  stemmen  voor de 

christen democraten wordt nog steeds sterk bepaald door de betrokkenheid bij de kerk, maar 

de  omvang  van  het  aantal  kiezers  dat  deze  twee  kenmerken  vertonen  is  veel  kleiner 

geworden.  We zullen dit nader bekijken.15  Uit de vergelijking in de tijd blijkt dat het netto 

effect  van  kerkelijke  betrokkenheid, de mutualiteit  en de  vakbond  zijn  afgenomen  op het 

stemmen voor specifieke partijen (Abts, e.a.,  2006). De volgorde van de effecten blijft echter 

ongewijzigd met op kop het behoren tot een mutualiteit. 

3.3.  Kerkbetrokkenheid,  zuil  affiliatie,  en  de    netto  kansen  om  op  een  partij  te 

stemmen   

Tot  zover  de  globale  effecten. Hiermee weten we  natuurlijk  nog  niet welke  partijen  een 

grotere  of kleinere kans hebben  om  een  stem  te krijgen naargelang van  specifieke  sociale 

kenmerken. Om  daar  zicht  op  te  krijgen moeten we  naar  de  specifieke  effecten  van  elk 

kenmerk op elke partijvoorkeur gaan kijken en de netto kansen nagaan om te zien hoe sterk 

die boven of onder het gemiddelde voor alle kiezers liggen. De reden hiervan is dat andere 

kenmerken die vooral met de kerkelijke betrokkenheid  samengaan, zoals de  leeftijd,  in de 

bruto  percentages worden meegerekend. Hier  past  een  opmerking.  De  bruto  kansen  (of 

percentages)  zijn  deze  die  men  terug  vindt  in  de  geobserveerde  kruistabellen  van  elk 

kenmerk met het stemgedrag. Iemand die daar bijvoorbeeld een kernkatholiek is en die voor 

de CD&V stemt is in de werkelijkheid ook iemand die man of vrouw is, een beroep heeft, lid 

is  van  een mutualiteit,  enz.  Als we  op  basis  van  een  statistisch model  de  netto  kansen 

berekenen  dan  is  dat  niet  meer  zo.  Een  kiezer  die  in  de  geschatte  tabel  in  de  cel  van 

kernkatholiek  en CD&V gevonden wordt  is  in  zekere  zin uitsluitend kernkatholiek. Dat  is 

natuurlijk  fictief  want  komt  in  de  werkelijkheid  niet  voor.  Alhoewel  de  tabel  met  de 

geschatte netto kansen  er uit  ziet  als  een gewone  tabel,  is dit  een bijgevolg hypothetische 

15 Men moet echter bij de interpretatie van de evolutie van het globaal effect van de vakbond voorzichtig zijn omdat  tot  1999  de  Christelijke,  de  socialistische,  en  de  liberale  vakbond  duidelijk  konden  onderscheiden worden van  lidmaatschap van andere beroepsgroepen en van hen die helemaal geen  lid. Dit komt omdat de steekproeven toen groter waren dan nadien. Vanaf 2003 kan het onderscheid tussen  liberale vakbond en de overige  beroepsgroepen  niet  meer  gemaakt  worden.  In  2010  is  dat  weer  mogelijk  omdat  de  andere beroepsgroepen vrijwel ontbreken.

15

constructie. Het gaat om kansen om voor een partij te stemmen naargelang van een bepaald 

kenmerk, uitgezuiverd voor  alle  andere gemeten variabelen  in het model.16 Men krijgt dan 

m.a.w. zicht op hoe  iemand zou  stemmen uitsluitend als gevolg van het bezitten van één 

kenmerk. Hypothetisch dus, maar toch heel informatief omdat deze kansen zuiver zijn. Om 

duidelijk  te  maken  dat  het  niet  om  geobserveerde  percentages  gaat  maar  om  in  een 

statistisch  model  geschatte  kansen  tonen  we  geen  percentages  maar  proporties.  In  de 

marginale  verdeling  tonen we  de  proportie  behaalde  stemmen  door  een  partij  voor  alle 

kiezers. Indien men de grootte van een effect wil kennen, dan moet men gewoon per rij de 

totale voor die partij aftrekken van de proportie behaald voor een kiezer die het  specifiek 

kenmerk vertoont. De verschillen kunnen positief zijn indien het kenmerk een positief effect 

heeft op het  stemmen voor die bepaalde partij, of negatief  indien de kans  lager  is dan de 

kans gemiddeld voor alle kiezers (zie de tabellen 4 en 5).  

Indien we deze kansen zouden berekenen en  tonen voor alle verkiezingen  tussen 1991 en 

2010 voor elke categorie van elk kenmerk dan hebben we veel ruimte nodig om dit weer te 

geven. Daarom worden  hier  uitsluitend de  gegevens  voor  1991  en  voor  2010  getoond  en 

besproken. Dit is het begin en het einde van de hier bestudeerde periode. Voor degenen die 

geïnteresseerd  zijn  in  de  andere  verkiezingsjaren  verwijzen  we  naar  vorige  studies 

(Swyngedouw & Beerten, 1998: 13‐26; Depicker & Swyngeouw, 2002: 9;  Goeminne e.a., 2007: 

13‐14; Abts e.a., 2011: 18).  Bij de bespreking zullen we ons ook beperken tot wijziging in de 

effecten  van  kerkbetrokkenheid  en  mutualiteit  omdat  het  effect  vanwege 

vakbondlidmaatschap minder betrouwbaar vergelijkbaar is over de tijd (zie voetnoot 12). De 

andere sociale kenmerken die ook in het model zijn opgenomen, worden niet behandeld. 

Tabel 4.  Marginale kans en conditionele kansen om voor elke partij  te stemmen voor 

de  Kamer    in  1991  een  2010  in  Vlaanderen  naargelang  van  de  kerkelijke 

betrokkenheid (gecontroleerd de sociale kenmerken en zuil affiliatie)* 

Verkiezingen 1991 

Kiezerskorpsen  Geen  Vrijzinnig  Marginaal 

katholiek 

Modaal 

katholiek 

Kern 

katholiek 

 

Alle 

kiezers 

Christen dem. (CVP)  0,100  0,053  0,208  0,324  0,486  0,270 

Socialist (SP)  0,249  0,290  0,220  0,183  0,102  0,195 

Liberaal (PVV)  0,139  0,238  0,241  0,179  0,145  0,190 

Volksunie  0,095  0,050  0,097  0,072  0,101  0,094 

Vlaams Blok  0,201  0,183  0,102  0,070  0,049  0,104 

Agalev  0,111  0,133  0,066  0,073  0,052  0,078 

Blank ongeldig  0,104  0,053  0,067  0,072  0,058  0,070 

Verkiezingen 2010 

Kiezerskorpsen  Geen  Vrijzinnig  Marginaal 

katholiek 

Modaal 

katholiek 

Kern 

katholiek 

 

Alle 

kiezers 

Christen dem. (CD&V)  0,076  0,042  0,145  0,331  0,352  0176 

Socialist (SP.a)  0,144  0,194  0,134  0,104  0,136  0,149 

Liberaal (Open VLD)  0,231  0,140  0,130  0,115  0,083  0,140 

N‐VA  0,241  0,314  0,329  0,268  0,253  0,283 

Vlaams Belang  0,165  0,109  0,133  0,091  0,133  0,126 

Groen  0,101  0,153  0,069  0,039  0,029  0,071 

Blank ongeldig  0,039  0,048  0,060  0,052  0,015  0,055 

16 De parameters van en logit model zijn niet eenvoudig te interpreteren. Het gaat om de af- of toename van kansverhoudingen om tot een partij te behoren en niet tot de referentiepartij. Wij gebruiken een procedure die deze parameters omzet in kansen.

16

* De logit parameters zijn uitgedrukt in kansen, De effecten bekomt men door de kans voor 

elke partij af te trekken van de marginale kans (alle kiezers), Deze effecten zijn nul, positief 

of  negatief,,  De  categorieën  ‘andere  godsdienst’  en  ‘overige’  partij  zijn  niet  opgenomen 

omwille van de kleine omvang. 

Tabel  4  toont  duidelijk  aan  dat  in  2010  nog  enkele  sterke  effecten  bestaan  van 

kerkbetrokkenheid op het stemmen voor sommige partijen. Indien men  in 2010 redelijk  tot 

sterk kerkelijk betrokken  is  (modaal of kern katholiek) dan  is de kans om voor de christen 

democraten  (CD&V)  te  stemmen  dubbel  zo  groot  als  in  de  totale  bevolking.  Als  men 

vergelijkt met 1991 dan is dit effect zelfs sterker, vooral onder de modale katholieken maar 

het deel van de kiezers  dat daarbij betrokken is werd veel kleiner. Zo’n twintig jaar geleden 

hadden de modale katholieken iets meer kans om voor de CVP te stemmen (0,32 versus 0,27 

gemiddeld), maar nu is dat zoals vermeld bijna het dubbele. Onder de kernkatholieken was 

in 1991 de kans om voor de CVP te stemmen 1,8 keer groter dan gemiddeld (0,486/0,27) maar 

in 2010  is dat dubbel zo veel. Als we dit bekijken  in het  licht van de dalende kerkelijkheid 

zouden we kunnen veronderstellen dat de  kleiner geworden groep van modale katholieken 

en  de  kern  katholieken    qua  stemgedrag  (en misschien  ook  op  andere  vlakken) meer  op 

elkaar zijn gaan gelijken. De kans om voor de christen democraten te stemmen  is onder de 

randkerkelijken zoals voorheen lager dan het gemiddelde. Degenen die niet behoren tot een 

godsdienstige groepering of die zichzelf vrijzinnig noemen hebben nog steeds weinig kans 

om voor de christen democraten te stemmen bij verkiezingen. 

Een  andere  merkwaardige  vaststelling  is  dat  de  N‐VA  in  2010  bij  de  kiezers  van  alle 

categorieën van kerkbetrokkenheid bijna even goed scoort. De kansen voor die partij zijn bij 

de vrijzinnigen en randkerkelijken iets boven het gemiddelde, en bij de andere geledingen is 

dat een beetje lager. Voor die partij speelt de mate van kerkbetrokkenheid vrijwel geen rol. 

Dit patroon is min of meer vergelijkbaar met de Volksunie in 1991, maar die verzamelde toen 

maar  ongeveer  een  derde  van  de  stemmen  van  N‐VA  in  2010.  Toen  bleken  echter  de 

vrijzinnigen het minst kans  te hebben om bij de Volksunie  terecht  te komen. De eenmalig 

goede score voor Vlaams Blok bij deze kiezers  (althans in de gegevens van ISPO) kan daar 

mee  te maken hebben (voor een verklaring zie: Elchardus e.a. 1993). 

In  1991  werden  de  hoogste  kansen  om  voor  de  socialisten  of  liberalen  te  stemmen 

opgetekend  onder  de  vrijzinnigen  en  marginale  katholieken.  Bij  hen  die  tot  geen 

levensbeschouwelijke  groepering  behoorden  haalde  de  SP  de  ook  een  hoge  score,  in 

tegenstelling  tot de  liberalen. Modale katholieken hadden duidelijk minder voorkeur voor 

deze  partijen.  In  2010  is  dit merkbaar  veranderd. Zoals  vroeger  halen  de  socialisten  hun 

hoogste score bij de vrijzinnigen, zoals nu  trouwens. Maar  in 2010 hebben kernkatholieken 

bijna evenveel kans om voor de SP.a te stemmen als gemiddeld in de bevolking.  

 

Vergeleken met 1991 toen het Vlaams Blok vooral steun genoot onder niet katholieke kiezers 

is  het  belang  van  levenbeschouwelijke  of  kerkelijke  betrokkenheid  fors  verminderd,  en 

kerkse katholieken hadden in 2010 ongeveer evenveel kans om voor die partij te stemmen als 

gemiddeld  in  de  kiesgerechtigde  bevolking.  Mogelijks  is  dit  toe  te  schrijven  aan  de 

omstandigheid  dat  door  de  ontkerkelijking  ook  de  samenstelling  van  de  groep  van  de 

kernkatholieken qua houding tegenover sommige maatschappelijke onderwerpen gewijzigd 

is? Is dit nu een kleinere meer behoudende groep geworden?   Voelen deze katholieken zich 

nu meer bedreigd door de aanwezigheid van ‘vreemden’?  

17

Alles samen genomen is er weinig veranderd in de voorspelbaarheid van het stemmen voor 

de groenen vanuit kennis van de kerkbetrokkenheid. Modale en kerkse katholieken hebben 

nog steeds de kleinste kans. 

Tot  zover  de  relatie  van  stemgedrag  en  kerkbetrokkenheid.  Hoe  zit  het  nu  met  het 

lidmaatschap van  een mutualiteit, dit  is het kenmerk dat het  sterkst  in verband  staat met 

stemgedrag. De wijziging  tussen  1991  en  2010  ziet men  in  Tabel  5.   De  sterkste  globale 

effecten op het stemgedrag worden hier opgetekend. De omvang van het effect op specifieke 

partijen wordt  pas  echt  duidelijk  als men  de  kans  om  voor  een  partij  te  stemmen  gaat 

bekijken  naargelang  van  de  mutualiteit  waartoe  men  behoort.  De  invloed  die  daarvan 

uitgaat was al heel duidelijk in 1991. Om maar enkele opvallende bevindingen te vermelden: 

aangeslotenen bij de socialistische mutualiteit hadden toen bijna 45% kans om voor de SP te 

stemmen, en de kans dat leden van het liberaal ziekenfonds voor de PVV stemden was bijna 

54%. Dit is telkens meer dan het dubbele onder alle kiezers. Ook de leden van de christelijke 

mutualiteiten stemden toen vaker voor de CVP (bijna 37% tegen 27% gemiddeld), maar  het 

effect was toch wat zwakker dan bij de socialisten en liberalen. Leden van andere (neutrale) 

mutualiteiten hadden meer kans dan gemiddeld om voor de Volksunie  te  stemmen, maar 

ook de PVV deed het daar relatief goed.  De keuze voor Agalev had weinig of niets te maken 

met lidmaatschap van een mutualiteit. 

Tabel 5.  Marginale kans en conditionele kansen om voor elke partij  te stemmen voor 

de Kamer    in 1991 een 2010  in Vlaanderen naargelang van het  lidmaatschap 

van  een  mutualiteit  (gecontroleerd  de  sociale  kenmerken  en 

kerkbetrokkenheid)* 

Verkiezingen 1991 Kiezerskorpsen  Christelijk  Socialist  Liberal   Andere  Alle kiezers 

Christen dem. (CVP)  0.366  0.101  0.101  0.197  0.270 

Socialist (SP)   0.135  0.448   0.103  0.110  0.195 

Liberaal (PVV)  0.157  0.126  0.547  0.233  0.190 

Volksunie  0.097  0.048  0.082  0.165  0.094 

Vlaams Blok  0.101  0.115  0.060  0.124  0.104 

Agalev  0.074  0.087  0.073  0.072  0.078 

Blank/ongeldig  0.067  0.074  0.033  0.100  0.070 

Verkiezingen 2010 Kiezerskorpsen  Christelijk  Socialist  Liberal   Andere  Alle kiezers 

Christen dem.  0,244  0,070  0130  0.076  0.176 

Socialist  0,112  0,316  0,045  0,133  0.149 

Liberaal  0,099  0,137  0,459  0,101  0.140 

N‐VA  0,273  0,282  0,180  0,401  0.283 

Vlaams Belang  0,130  0,078  0,147  0,164  0.126 

Agalev  0,092  0,040  0,04  0,074  0.071 

Blank/ongeldig  0.051  0.077  0.038  0.051  0.055 

* De logit parameters zijn uitgedrukt in kansen, De effecten bekomt men door de kans voor 

elke partij af te trekken van de marginale kans (alle kiezers), Deze effecten zijn nul, positief 

of  negatief,,  De  categorieën  ‘andere  godsdienst’  en  ‘overige’  partij  zijn  niet  opgenomen 

omwille van de kleine omvang. 

18

Dit  laatste  is niet  gewijzigd,  tenzij dat  in  onder de  leden  van de  socialistische  en  liberale 

mutualiteiten minder dan gemiddeld kans is om voor Groen te stemmen. Verder zien we in 

2010 effecten die zeer vergelijkbaar zijn met  twintig  jaar geleden wat het stemmen van de 

leden van christelijke, socialistische, of  liberale mutualiteiten en de steun voor “hun” partij 

aangaat. Die kansen zijn nog steeds beduidend hoger dan gemiddeld: ruim 24% om voor de 

CD&V  te stemmen bij de  leden van een christelijke mutualiteit; bijna 32% bij  leden van de 

socialistische mutualiteit om voor de SP.a te stemmen; onder liberalen zien we opnieuw de 

hoogste kans, bijna 46% stem voor de Open VLD als men tot een liberale mutualiteit behoort.  

Bij deze laatste is het effect nog even groot als in 1991 maar de kansen zijn natuurlijk kleine 

omdat ook de gemiddelde kansen voor deze partijen in 2010 beduidend kleiner zijn.  

Wat  in 1991 al werd vastgesteld wat de  steun voor de Volksunie aangaat zien we  in 2010 

opnieuw, maar meer uitgesproken verschijnen  in de kansen voor de N‐VA naargelang van 

de mutualiteit. De hoogste kans voor die partij wordt behaald onder de  leden van de niet 

‘zuilgebonden’ mutualiteiten. Deze partij haalt duidelijk voordeel uit het ondertussen verder 

uitgebouwd netwerk van ‘neutrale’ ziekenfondsen. N‐VA doet het minder goed bij leden van 

liberale mutualiteiten. Het  kan  ook moeilijk  anders  in  het  licht  van  de  nog  steeds  sterke 

banden tussen ziekenfonds en partij in de liberale familie. Een beetje in tegenstelling tot 1991 

scoort Vlaams Belang nu het minst goed bij leden van de socialistische ziekenfondsen. 

4.   Slotbeschouwingen  

Uit wat  voorafgaat  zou men  ten  onrechte  kunnen  besluiten  dat  stemgedrag  automatisch 

voorvloeit  uit  het  behoren  tot  bepaalde  groeperingen  of  bepaald  wordt  door  de  sociale 

kenmerken  van  de  kiezers  of  de  milieus  waarin  mensen  op  grond  van  die  kenmerken 

verkeren.    Sociologen  denken  niet  deterministisch  maar  probabilistisch.  Men  kan  niet 

ontkennen dat de kansen om voor sommige partijen te stemmen toch wel nog in grote mate 

bepaald worden door het behoren tot groeperingen: dat is kern‐ of modaal katholiek zijn ten 

gunste  van de CD&V;  stemmen  voor de  SP.a  indien men  tot de  socialistische mutualiteit 

behoort, of voor Open VLD  als men lid is van een liberaal ziekenfonds. De voorspelbaarheid 

van een van deze partijen is nog dubbel tot drie keer zo groot als gemiddeld indien men over 

die informatie beschikt. Wil dat dan zeggen dat deze bevinding de individualisering of (zelfs 

secularisering) these onderuit haalt in zover dit zou wijzen op het (nog) niet vrijgekomen zijn 

van de individuele keuzen uit min of meer “dwingende” institutionele verbanden? Er is een 

genuanceerd antwoord nodig. Dit kan op  twee vlakken, eerst door oog  te hebben voor de 

marginale verdelingen en voor wijzigingen die zijn opgetreden bij het stemmen voor andere 

dan  de  drie  traditionele  politieke  families,  en  vervolgens  door  in  de  modellen  voor 

stemgedrag  met  uitsluitend  sociale  achtergrondkenmerken  ook  opvattingen  en 

waardeoriëntaties bij te betrekken.  

Wat  het  eerste  aangaat  is  het  inderdaad  nog  zo  dat  onder  bepaalde  lagen  van  het 

kiezerskorps de kans om voor een van de traditionele politieke families te stemmen, ook al 

zijn die van naam en cultuur veranderd, nog steeds aanzienlijk is. Maar de omvang van het 

aantal kiezers dat daar bij betrokken  is werd ondertussen al maar kleiner (zie Figuur 1). In 

technische termen: de conditionele kansen blijven groot maar de marginale kansen voor de 

traditionele politieke  families  zijn  fors  afgenomen. Dit  is het duidelijks  in het  gekrompen 

aandeel van zowel het aantal kiezers dat voor de christen democraten stemt als het kleiner 

19

aandeel  van  de  modale  en  de  kernkatholieken.17  Voor  de  individuele  stemkeuze  is  het 

behoren tot die verbanden nog steeds van groot belang maar de maatschappelijke betekenis 

is fors afgenomen omdat de betrokken geledingen in omvang veel kleiner zijn geworden.  De 

partijen  die  het  kerk‐  en  zuilgebonden  stemgedrag  doorbreken  zijn  de N‐VA,  Groen  en 

Vlaams Belang. Bij deze partijen is het effect van kerkbetrokkenheid bijna volledig afwezig in 

2010. Het niet behoren  tot een christelijke,  liberale of socialistische mutualiteit verhoogt de 

kans op een N‐VA stem maar heel sterk is dit effect niet.  

Wat de tweede nuance aangaat, de rol van culturele factoren bij de keuze voor een partij, zou 

men  kunnen  stellen  dat  de  invloed  van  het  behoren  tot  organisaties  via  gedeelde 

waardeoriëntaties, houdingen en opinies verloopt die als collectieve voorstellingen leven in 

de  sociale  verbanden  waarbinnen  mensen  zich  bewegen.  Zo  geformuleerd  kan  men 

riposteren “dus toch geen vrijkomen van institutionele verbanden?”  Dit is niet noodzakelijk 

zo indien de sociale verbanden meer vrij gekozen worden zoals de individualiseringtheorie 

suggereert.    De  gegevens  van  de  ISPO  onderzoeken  laten  toe  om  na  te  gaan  in  hoever 

waardeoriëntaties,  punten  uit  de  partijprogramma’s,  en  politieke  agendapunten  een  rol 

spelen bij de keuze voor  een partij.  In  alle  onderzoeken  zijn  een  aantal waardeoriëntaties 

gemeten (Billiet & Dewitte, 1995; 1998: 27‐33; Abts,e.a. 2011: 47‐48).  

Bijkomend bij de globale invloed van de bestudeerde sociale kenmerken hebben de volgende 

waardeoriëntaties en houdingen bij alle verkiezingen tussen 1991 en 2010 het sterkste effect 

op het  stemgedrag  in volgorde van belangrijkheid;    etnische dreiging  (houding  tegenover 

migranten),  politieke  aliënatie,  de  staatshervorming  (meer  autonomie  voor  Vlaanderen 

versus België). De sterkte van hun voorspellingskracht voor heet stemgedrag wisselt af. In de 

jaren  negentig  was  de  houding  tegenover  migranten  veruit  de  sterkste  predictor  voor 

stemgedrag.  Vanaf  2003  dingt  de  problematiek  van  de  staatshervorming  met  meer 

autonomie voor Vlaanderen mee voor de eerste plaats, en dit is uitgesproken ook zo in 2010 

waar  deze  thematiek  alle  andere  overvleugelt.  Vanaf  1999  is  het  gevoel  van  politieke 

machtloosheid een vrijwel even sterke predictor als de houding tegenover migranten (Abts, 

e.a.  2011:  33).  Economisch  links‐rechts    opvattingen  spelen  uiteraard  ook  een  rol  bij 

verkiezingen, maar de  betekenis  er  van wisselt  sterk  van  verkiezing  tot  verkiezing. Deze 

factor had vooral belang in 1999 en steekt opnieuw de kop op bij de verkiezingen van 2010.  

In  1999 woog het belang van  een postmateriële houding  en de houding  tegenover milieu 

sterker door.  Indien men de gemeten waardeorientaties mee  in de modellen opneemt dan 

wijzigt er niet zo heel veel  in het globaal effect van de meeste structurele kenmerken, met 

uitzondering van kerkbetrokkenheid en lidmaatschap van een mutualiteit. Dit wijst er op dat 

de  invloed op de keuze van een partij daar gedeeltelijk verloopt  langs  sommige waarden. 

Hoe precies? Dat is de vraag van een andere studie (Abts e.a., 2011: 28‐33, 38). 

17 Neem als voorbeeld het aandeel van alle kiezers dat in 2010 kerkelijk betrokken en CD&V stemt is. Dat is  nog geen 10% van alle kiezers  in 2010. Een gemiddelde kans bij modale en –kern katholieken op een stem voor CD&V  (0,338)  vermenigvuldigd met  de  kans  tot  die modaal  of  kerks  katholiek  te  zijn  (0,278) maakt  samen 0,094.  De omvang van de socialistische en de liberale mutualiteiten bedraagt in de ISPO onderzoeken in 1991 en 2010 hooguit 30%  , maar de marginale kans om voor één van die twee partijen te stemmen  is   met   tien  percentpunten gedaald tot net geen 30%. Zelfs met een kans van 0,50 van “zuilgebonden” stemgedrag  is dat hooguit 15% van het kiezerskorps.  

20

 

Referenties 

 

Abts, K., Swyngedouw, M. & Billiet, J. (eds.) (2011). De structurele en culturele kenmerken van 

het  stemgedrag  in  Vlaanderen. Analyse  op  basis  van  postelectoraal  verkiezingsonderzoek  2010. 

Leuven: CeSO/ISPO/2011‐14, 48 pp. 

Billiet,  J.  (2006),   Verzuiling  en  ontzuiling  in Beligë.  In: E. Witte & A. Meynen  (Eds.), De 

Geschiedenis van België na 1945. (pp. 331‐364). Antwerpen: Standaard Uitgeverij. 

Billiet,  J. & De Witte, H.  (1995). Attitudinal dispositions  to vote  for a  ‘new’ extreme  right‐

wing pary: The case of ‘Vlaams Blok’.  European Journal of Political Research, 27, 181‐202. 

Billiet,  J.,  Dobbelaere,  K.  &  Cambré,  B.  (2009).  Christian  Churches  as  Social  Capital.  An 

Empirical Study of  the Relationship between Church Commitment, Religious Pluralism 

an  Tolerance,  and  the Attitude  towards  Immigrants  in  Eleven  European Countries.  In 

Kenis, L., Billiet, J. & Pasture, P. (Eds.) (2009). The transformation of the Christian Churches in 

Western Europe 1954‐2000. (pp. 236‐251). Leuven University Press. 351 pp. 

Depickere, A. & Swyngedouw, M.  (2002).Verklaringen voor het success van extreme‐rechts 

getoetst. In Swyngedouw, M.  & Billiet, J. (eds.), De kiezer heeft zijn redenen. 13 juni 1999 en 

de politieke opvattingen van de Vlamingen. (pp. 1‐26). Leuven: Acco.  

Deschouwer,  K.  (2009).  The  Politics  of  Belgium:  Governing  a  Divided  Society.  Comparative 

Government and Politics. De Boeck. 

Dobbelaere,  K.  (2000).  Religie  en  kerkbetrokkenheid:  ambivalentie  en  vervreemding.  In   

Dobbelaere, K., Elchardus, M.,Kerkhofs,  J., Voyé, L. & Bawin‐Legros, B.    (Eds.), Verloren 

Zekerheid. (pp. 117‐151).  Tielt: Lannoo/Koning Boudewijnstichting. 

Dobbelaere, K., Voyé, L., Billiet, J. (2011). Religie en kerkelijke betrokkenheid: Naar een 

sociaal gemarginaliseerde kerk? In  Abts K., Dobbelaere K., Voyé L. (Eds.). Nieuwe Tijden 

Nieuwe Mensen. Belgen over arbeid, gezin, religie en politiek. (pp 143‐172). Tielt:. 

LannooCampus. 

Elchardus, M., Deschouwer, K.,  Pellerieaux,  K. &  P.  Stouthuysen,  Bernadette  (1993). Hoe 

negatief  kan  vrijheid  zijn ? Ongeloof, Vrijzinnigheid  en  Populistische Ontvoogding.  In  

Swyngedouw,  M.,  Billiet,  J.,  Carton,  A.  &  Beerten,  R.  (Eds.).De  (on)redelijke  kiezer. 

Onderzoek naar de politieke opvattingen van Vlamingen. Verkiezingen van 21 mei 1995. Leuven: 

Acco. 

Felling,  A.J.A..  (2004).  Het  proces  van  individualisering  in  Nederland:  een  kwarteeuw  sociaal‐

culturele ontwikkeling. Nijmegen: Katholieke Universiteit Nijmegen. 

Frognier, A.P.  (1975), Vote, classe sociale et  religion/pratique  religieuze. Res Publica, 17  (4), 

479‐490. 

 Vandecasteele, L. &   Billiet, J. (2004).   Privatization in the Family Sphere: Longitudinal and 

Comparative Analysis  in  Four  European  Countries.  In Arts, W. & Halman,  L.  (Eds.). 

European Values at the Turn of the Millennium. (Pp. 205‐229). Leiden: Brill. 

21

Swyngedouw, M.  (1989). De  keuze van de  kiezers. Naar  een verbetering van de  schattingen van 

verschuivingen  en  partijvoorkeur  bij  opeenvolgende  verkiezingen  en  peilingen. 

Leuven/Rotterdam: KU Leuven, SOI/Erasmus Universiteit. 

Swyngedouw, M.  &  R.  Beerten  (1998).  De  ‘bevroren’  invloed  van  sociaal‐demografische 

kenmerken en attitudes op het stemgedrag in Vlaanderen. In Swyngedouw, M., Billiet, J., 

Carton, A. & Beerten, R. (Eds.). De (on)redelijke kiezer. Onderzoek naar de politieke opvattingen 

van Vlamingen. Verkiezingen van 21 mei 1995. (Pp. 27‐39). Leuven: Acco. 

Swyngedouw,  M.,  Billiet,  J.  &  Goeminne,  B.  (Eds.)  (2007),  De  Kiezer  Onderzocht.  De 

verkiezingen  van  2003  en  2004  in Vlaanderen. Reeks  Sociologie Vandaag  vol.  12. Leuven: 

Universitaire Pers. 

Swyngedouw, M. & Abts, K. (2011). De kiezers van N‐VA op 13  juni 2010. Structurele positeis, 

attitudes, beleidskwesties en opvattingen. Leuven: CeSO/ISPO 2011/14.